절차 및 상호작용공정성이 조직몰입에 미치는...

교육행정학연구

Korean Journal of Educational Administration

2013, 제31권, 제3호, pp. 97~130

절차 및 상호작용공정성이 조직몰입에 미치는 영향:

긍정심리자본의 매개효과와 분배공정성의 조절효과*

1)

박 재 춘(단국대학교)

요 약

절차공정성과 상호작용공정성의 구분에 대한 논쟁에도 불구하고, 조직공정성에 관한 최근

연구는 대리인-시스템 모형과 사회교환이론을 통한 절차공정성과 상호작용공정성의 구별되는

관계를 강조하고 있다. 이에 본 연구는 절차 및 상호작용공정성이 구성원의 심리적 역량(긍정

심리자본)과 조직몰입에 미치는 영향을 검증하였다. 또한 조직공정성과 조직몰입의 관계에서

긍정심리자본의 매개효과와 분배공정성의 조절효과를 실증분석하였다.

본 연구의 결과는 다음과 같다. 첫째, 대학 직원들이 지각하는 절차공정성과 상호작용공정

성은 긍정심리자본에 긍정적(+)인 영향을 주었으며, 긍정심리자본에 대한 영향력에 있어서는

상호작용공정성이 절차공정성보다 더욱 컸다. 둘째, 조직몰입에 대한 절차공정성과 상호작용

공정성의 효과 역시 긍정적(+)인 것으로 나타났다. 또한 조직몰입에 대한 영향력에 있어서는

상호작용공정성에 비해 절차공정성이 더욱 컸다. 셋째, 대학 직원들의 긍정심리자본은 절차공

정성과 조직몰입간 관계에서는 부분매개 역할을, 상호작용공정성과 조직몰입간 관계에서는

완전매개 역할을 보였다. 넷째, 긍정심리자본에 대한 절차공정성의 효과는 분배공정성의 지각

이 높을 경우, 더 높은 영향을 주었다. 그러나 긍정심리자본에 대한 상호작용공정성의 상호작

용 효과는 통계적으로 유의미하지 않았다. 마지막으로 토의 및 결론을 통해 본 연구의 시사

점과 한계점 및 향후 연구방향을 제시하였다.

[주제어]：절차공정성, 상호작용공정성, 분배공정성, 긍정심리자본, 조직몰입

* 본 연구는 이형로(2012)의 학위논문에서 사용된 연구 변인과 최종 데이터 자료를 활용하여,

연구가설 및 통계방법을 새롭게 재구성하고 첨가하여 구성된 연구결과임. 1)

▣ 접수일(2013. 08. 27), 심사일(1차: 2013. 09. 23, 2차: 2013. 10. 10), 게재확정일(2013. 10. 17)

98 교육행정학연구

Ⅰ. 연구배경 및 문제제기

조직공정성과 조직몰입에 대한 최근 연구는 조직공정성의 직접적인 효과에 대한 연구

를 넘어, 조직공정성간 상호작용 효과와 공정성과 결과변인간 메커니즘을 밝히는 연구

가 진행되고 있다. 조직공정성간 상호작용 효과에 대한 연구는 주로 분배공정성과 절차

공정성의 상호작용 효과를 규명하는 데 초점을 두고 발전해 왔으나(Fassina, Jones, &

Uggerslev, 2008; McFarlin & Sweeney, 1992; Moon, Kamdar, Mayer, & Takeuchi,

2008; Moorman, 1991; Niehoff & Moorman, 1993; Pillai, Schriesheim, & Williams,

1999; Tyler & Degoey, 1996), 최근에는 분배 또는 절차공정성에 대한 상호작용공정성의

상호작용 효과에 대한 연구가 이루어지고 있다(정범구, 1994; 이광희․황규대, 2002; 김희

철․김두경․강영순, 2005; 이수지․김유진․손영우, 2007; 박희태 등, 2011).

이러한 선행연구의 초점은 조직목표에 부합한 구성원들의 태도와 행동에 분배공정성

보다 조직내 절차 및 공정한 대우에 대한 구성원의 지각이 더 많은 영향을 준다는 것이

다. 그럼에도 불구하고, 상호작용공정성을 포함한 조직공정성의 직접적인 효과에 관한

국내 연구(이재훈․최익봉, 2004; 정홍술․이경근, 2005; 김호균, 2007; 송경용․이승일․문주호,

2012)는 최근에 들어서야 실증분석이 이루어지고 있다. 특히 절차 및 상호작용공정성이

결과변인에 미치는 차별적인 관계에 대한 국내외 실증연구(Cropanzano, Prehar, &

Chen, 2002; Masterson, Lewis, Goldman, & Taylor, 2000; Moye, Masterson, & Bartol,

1997; 이경근, 2006; 이수지․김유진․손영우, 2007)는 매우 한정되어 있다. 이에 본 연구에

서는 대리인-시스템모형, 집단가치이론 및 사회교환이론 등에 기초하여, 절차 및 상호작

용공정성과 구성원 태도의 관계를 실증하는 데 연구의 초점을 두고자 한다.

절차 및 상호작용공정성과 결과변수의 차별적인 관계에 대한 연구는 대리인-시스템

모형1)(agent-system model, Bies & Moag, 1986), 사회교환이론2)(social exchange theory,

Blau, 1964) 및 집단가치이론3)(group value theory, Lind & Tyler, 1988)에 근거하고 있

1) 대리인-시스템 모형은 절차 자체보다는 절차가 시행되는 과정에서의 상호작용 측면이 공정성

의 핵심이라고 강조하면서, 조직구성원들은 상사나 감독자와 같은 의사결정 대리인에 대한

반응을 결정할 때에는 상호작용공정성이나 정보공정성에 대한 평가에 영향을 받게 되지만,

조직과 같은 의사결정시스템에 대한 반응을 결정할 때에는 절차공정성에 의존하게 된다는 것

이다(이경근, 2006, p. 2603).

2) 사회교환이론은 조직내 인간행동을 설명할 때, 양 당사자 간의 관계는 호혜성의 원칙에 의한

교환관계가 유지될 때 시간이 지나면 양측은 신뢰, 충성, 상호몰입으로 발전된다. 따라서 구

성원과 사용자 간에 교환관계에서 상호공정하고 호혜적인 관계는 긍정적인 종업원 태도를 만

들어낸다(배성현·김영진·김미선, 2010, p. 101).

3) 집단가치모형은 절차공정성의 사회적 측면을 강조한 이론으로서 사람들은 집단이나 조직과

맺는 사회적 관계에 상당히 중요한 가치를 두기 때문에 상호작용과정에서의 정보의 공유와

인격적 대우는 의사결정자가 자신과의 사회적 관계에 중요한 가치를 부여하고, 자신을 집단

절차 및 상호작용공정성이 조직몰입에 미치는 영향 99

다. 대리인-시스템 모형에 의하면, 구성원들이 의사결정 대리인(예: 상사)에 반응하는 방

식을 결정할 때에는 상호작용공정성에 의존하지만, 의사결정 시스템(예: 조직)에 반응하

고자 할 때에는 절차공정성을 활용한다는 것이다(Colquitt, 2001, p. 388). 또한 집단가치

이론에서도 조직내 공정한 절차와 대우는 구성원들에게 조직내 그룹의 일원이며, 중요

한 구성원이라는 메시지를 전달하게 된다(Smith, Thomas, & Tyler, 2006, p. 645). 이와

같은 집단가치이론은 상호작용공정성이 구성원의 태도와 행동에(Tyler & Lind, 1992),

절차공정성이 절차와 의사결정에 대한 통제(Heuer, Penrod, Hafer, & Cohn, 2002;

Thibaut & Walker, 1975)에 영향을 주는 것을 설명한다. 특히 상호작용공정성은 조직이

개별 구성원을 존중하고 있다는 의미를 부여하기 때문에, 조직에 대한 정체성(identity)

을 지닌 구성원들의 핵심자기평가(core self-evaluation)4)를 형성하게 된다(Smith et al.,

2006, p. 645). 이에 본 연구에서는 상호작용공정성과 자기효능감(self-efficacy)의 관계를

검증한 Smith et al.(2006)의 연구를 확장하여, 자기효능감, 낙관주의, 희망 및 복원력 등

으로 구성된 긍정심리자본과 조직몰입에 대한 절차 및 상호작용공정성의 직접적인 영향

및 차별적인 효과를 검증하고자 한다.

다음으로 조직공정성과 조직몰입간 메커니즘을 밝히는 변인으로 구성원 개인의 심리

적 역량을 살펴보고자 한다. 대리인-시스템모형과 사회교환이론에 근거한 선행연구는 매

개변인으로 조직신뢰 및 상사신뢰(Aryee et al., 2002; 김호균, 2007), 리더-구성원 교환관

계(leader-member exchange: LMX)와 조직지원인식(Cropanzano et al., 2002; Masterson

et al., 2000; 이경근, 2006) 등의 변인을 활용하여, 절차 및 상호작용 공정성과 결과변인

의 메커니즘을 검증하였다. 또한 국내 연구에서는 조직공정성과 결과변인에 대한 매개

변인으로 구성원의 태도와 심리적 변수5)가 검증되었다. 그러나 대리인-시스템모형과 사

회교환이론에 근거한 조직공정성과 결과변인간의 인과관계 연구는 신뢰, LMX 및 조직

지원인식 등 일부 변인에 한정됨으로써 오히려 블랙박스(black box)를 밝히지 못하고 제

한시키고 있다. 특히 불확실한 환경 하에서 조직목표를 달성하기 위한 구성원들의 내재

적 동기부여가 강조되고 있지만, 실증연구는 심리적 임파워먼트나 심리적 주인의식 등

의 중요한 구성원으로 인식하게끔 만들어 준다는 것이다. 따라서 상호작용공정성이 분배공정

성이나 절차공정성보다 구성원들의 행동에 더 중요한 영향을 주게 된다(고종욱·류철, 2005, p.

200).

4) 핵심자기평가(core self-evaluation)는 개인의 업무태도 및 행동을 설명하는 중요한 주관적 평

가 및 성향적 개념을 모두 포함하는 것으로, Judge, Locke, & Durham(1998)은 자기효능감

(self-efficacy), 자아존중감(self-esteem), 통제위치(locus of control) 및 감정적 안정성

(emotional stability) 등의 개별 특성을 핵심자기평가라는 상위 구성개념으로 형성하였다.

5) 심리적 임파워먼트(송정수․양필석, 2008), 심리적 주인의식(배성현 등, 2010), 스트레스(박정

도․허찬영, 2012), 직무만족(박준철․최승호․정기호, 2003), 심리적 계약(홍계훈․윤정구,

2013), 신뢰(박준철 등, 2003; 이재훈․최익봉, 2004; 한광현, 2006; 서인덕․정시영, 2007; 이

경근․박성수, 2009).


일부 변인에 한정되어 있다. 이에 본 연구에서는 내재적 동기부여 변인 중 하나이며, 개

발가능한 심리적 역량인 긍정심리자본(positive psychological capital: PsyCap)이 절차

및 상호작용공정성과 조직몰입의 관계를 설명하는 매개변인의 역할을 이해하고자 한다.

마지막으로 절차 및 상호작용 공정성과 긍정심리자본의 관계를 조절하는 분배공정성

의 역할을 검증하고자 한다. 조직공정성간 상호작용 효과에 대한 선행연구(Cropanzano

& Floger, 1989; Floger & Konovsky, 1989; Konovsky, Folger, & Cropanzano, 1987;

McFarlin & Sweeney, 1992)에서 분배와 절차공정성의 상호작용 효과는 조직수준의 변

수에 집중되어 있으며, 개인수준의 변수에는 직무만족 및 임금만족 등 일부 변수에 한

정되어 있다(이광희․황규대, 2002, p. 29). 또한 분배와 상호작용공정성의 상호작용효과

역시 개인수준의 임금만족(김희철 등, 2005)과 상사신뢰(정홍술․이경근, 2005)에 한정되어

있다, 이에 본 연구에서는 절차 및 상호작용공정성에 대한 분배공정성의 상호작용 효과

의 일반화 가능성과 개인변인에 대한 추가변인을 검증하고자, 긍정심리자본에 주는 영

향에 대해 검증하고자 한다.

Ⅱ. 이론적 배경 및 가설 설정

1. 조직공정성

조직공정성은 조직행동 및 인사 분야에서 많은 관심을 받으며 연구되어온 개념으로,

조직공정성은 개인이 조직으로부터 제공받는 결과물(보상 등)의 절대적 및 상대적 크기

와 가치, 결과물을 배분하는 기준과 절차의 합리성, 그리고 결과물을 배분하는 의사결정

자의 공정한 처리 등에 관해 구성원이 인지하는 것으로 구성원의 조직에 대한 태도 및

행동에 중요한 영향을 미치는 요인이다(문형구․최병권․고욱, 2009, p. 231).

Adams(1965)의 공정성이론 제기 이후, 조직공정성의 초기 연구들은 분배공정성

(distributive justice)에 초점이 두었다. 분배공정성은 조직에 대한 구성원들의 기여의 대

가로 받게 되는 결과가 얼마나 공정한가에 대한 구성원들의 지각 정도를 말하며, 조직

보상의 분배가 직무만족과 조직성과에 영향을 준다는 주장이다. 이후 공정성연구는 분

배결과보다는 보상을 결정하는 방식이 구성원의 반응에 어떠한 영향을 미치는가에 대한

이슈로 관점이 전환하면서(이광희․황규대, 2002, p. 28), Thibaut과 Walker(1975)는 절차

공정성(procedural justice)의 중요함을 강조하였다. 절차공정성은 조직내 보상 및 의사결

정과정에서 사용되는 절차의 공정성에 대한 구성원들의 지각정도를 의미한다. 이후 분

배공정성과 절차공정성은 서로 구별되는 개념으로, 분배공정성과 절차공정성을 구분하


여 직무만족 및 조직몰입 등 구성원의 태도 및 행동에 주는 영향에 대한 연구가 이루어

졌다(Folger & Greenberg, 1985; Greenberg, 1986; Leventhal, 1980; McFarlin &

Sweeney, 1992; Moorman, 1991; Niehoff & Moorman, 1993; Price & Mueller, 1986).

1980년대 중반에 이르러서는 분배 및 절차공정성과 더불어 상호작용공정성(interactional

justice)이라는 새로운 조직공정성 유형이 제시되었다. Bies과 Moag(1986)는 분배공정성과

절차공정성뿐만 아니라 조직의 의사결정자가 의사결정을 하는 과정에서 구성원을 공정하

고 합리적으로 대하는 정도인 대우의 질(quality of treatment)도 조직공정성 인식에 영향

을 준다고 하였다(문형구 등, 2009, p. 236). 이후 절차공정성과 상호작용공정성을 구분하

여 연구할 필요성이 제기되었고, 조직공정성의 사회적 측면이 강조되었다(Ambrose, 2002;

Aquino, Griffeth, Allen, & Hom, 1997; Bies & Moag, 1986; Brockner & Siegel, 1996;

Kernan & Hanges, 2002; Moorman, 1991).

2. 긍정심리자본

긍정심리자본은 Seligman(1998)이 처음으로 주장하였으며, 미국심리학회장 취임사에서

개인의 약점보다는 강점에, 질병과 병리적 현상보다는 건강과 활력에 더 관심을 돌릴 필

요가 있다고 강조하였다. 즉, 이전 심리학은 우울증과 분열증의 치료에 도움을 주는 연구

가 주된 관심사였지만, 개인의 삶을 충만하게 하고 역량을 육성하는 연구는 소홀히 하였

다는 점을 비판하면서 긍정심리자본을 주장하였다(Luthans, 2002a; 이형로, 2012, p. 19).

Seligman(2002)은 개인의 긍정적 심리상태는 조직의 자본으로 이어진다고 강조하였으

며, 이후 Luthans(2002a, 2002b)가 긍정적 심리에 관한 이론을 발전시켰다. Luthans는 긍

정적 심리를 측정 및 개발할 수 있으며, 나아가 경영자는 이러한 자원을 효과적으로 관

리․응용하여 높은 성과를 제고할 수 있다고 하였다(이형로, 2012, p. 19). 특히 Luthans,

Luthans, & Luthans(2004)는 자본의 유형을 전통적 경제자본과 인적자본, 사회자본, 심

리적 자본으로 분류하고, 전통적 유형자본에서 경쟁우위 원천이 무형자본으로 빠른 변

화를 설명하며, 무형자본으로 긍정심리자본이 조직성과를 강화한다고 하였다(Luthans &

Youssef, 2004; 김경재․정범구, 2007).

긍정심리자본은 긍정적 조직행동 연구와 더불어 발전된 개념으로 구성원의 복합적인

긍정적인 심리상태를 의미한다(Luthans & Youssef, 2007). 즉, 긍정심리자본은 자기효능

감(self-efficacy), 희망(hope), 복원력(resilience), 및 낙관주의(optimism) 등과 같은 긍정

적인 심리적 속성들의 개발가능성이 높다는 점에서 자본으로 정의할 수 있다(Luthans,

Youssef, & Avolio, 2007). 긍정심리자본은 개인이 주어진 환경에 대하여 긍정적인 심리

적 강점을 활용하여 진취적인 사고와 행동을 함으로써 성과를 향상시키는 것을 의미하


는데, 조직구성원들은 자기효능감, 희망, 낙관주의, 복원력 등의 긍정적 심리상태를 개별

적으로 인지하기보다 복합적으로 인지할 경우, 결합효과는 더 높은 긍정적 인지상태와

동기부여 과정을 통해 광범위하게 작용한다고 하였다(이동섭․최용득, 2010). 결국 긍정심

리자본은 도전적인 과업을 성공적으로 수행하기 위해 필요한 자신감(자기효능감)을 가

지며, 현재와 미래의 성공에 대해 긍정적인 귀인(낙관주의)을 만들며, 목표를 향해 인내

하고 필요한 순간에는 성공하기 위해 목표(희망)에 대한 경로를 재설정하며, 문제나 역

경에 직면 했을 때는 성공을 위해 참고 견디며, 난관이나 좌절로부터 원래의 상태로 되

돌아오거나 그것을 뛰어넘는(복원력) 복합적인 긍정적 심리개발 상태로 정의할 수 있다

(Luthans et al., 2007; 이형로, 2012, p. 20).

3. 조직몰입6)

개인과 조직의 통합이라는 관점에서, 경영자나 조직행위론자들에게 관심을 받기 시작

한 조직몰입은 개인의 조직에 대한 성향을 나타내고 이해하는 개념이다(Angel & Perry

1986). 조직몰입(organizational commitment)은 ① 특정한 조직의 구성원으로 남아있고

자 하는 강한 욕망, ② 조직을 위해 기꺼이 높은 수준의 노력을 경주하는 정도, ③ 조직

의 목표와 가치를 수용하는 단호한 신념으로 정의할 수 있다. 즉, 한 조직에 대한 개인

의 동일시(identification)와 몰입(involvement)의 상대적 정도를 말한다(Mowday, Porter

& Steers, 1982).

조직몰입은 다차원적인 개념으로 구성원들이 조직을 떠나지 않도록 만드는 조직과 구

성원사이의 심리적 유대라고 정의가능하고, 조직몰입을 자신의 가치관이 조직의 가치관

과 일치하기 때문에 조직에 남기를 원하는 정서적 몰입(affective commitment)과 조직이

주는 보상으로 인하여 조직에 남아 있기를 원하는 근속적 몰입(continuous

commitment), 그리고 조직에 참여하기 이전 또는 그 이후에 개인이 경험한 것에 의하

여 영향을 받아 형성이 되어 있는 의무감 때문에 조직에 남아 있게 되는 규범적 몰입

(normative commitment)으로 구분된다(Allen & Meyer, 1990).

조직몰입에 대한 기존 연구들은 3가지로 요약할 수 있다(정연앙, 1992). 첫째, 조직몰

입의 개념과 관련된 연구이며, 둘째, 조직몰입의 선행변수에 관한 연구이며, 셋째는 조

직몰입을 독립변수로 하여 조직상의 결과를 파악하는 것이다. 그 중 조직몰입의 영향요

인으로 선행변수와 결과변수들에 관한 연구를 가장 많이 시도해 오고 있다(Allen &

Meyer, 1990; Mathieu & Zajac, 1990; Mayer & Schoorman, 1992; Meyer & Allen,

1991; Porter et al., 1974; 박영배․김명숙, 1999; 장은미, 1995; Steers, 1997).

6) 본 내용은 이형로(2012, pp. 29-38)의 학위논문을 요약․정리한 것임.


4. 조직공정성과 긍정심리자본, 조직몰입

가. 절차 및 상호작용 공정성의 차별적 효과

조직공정성은 직무만족, 임금만족, 신뢰, 조직몰입, 자아존중감, 자기효능감 및 조직시

민행동 등 구성원들의 태도 및 행동에 영향을 준다. 조직공정성의 2요인모형(Folger &

Konovsky, 1989; McFarlin & Sweeney, 1992; Schappe, 1998; Sweeney & McFarlin,

1993)에 의하면, 분배공정성은 개인수준의 변수(직무만족, 임금수준/인상에 대한 만족)에,

절차공정성은 조직수준이 변수(조직몰입, 신뢰, 평가)에 영향을 준다. 그러나 2요인모형은

조직공정성의 도구적 측면에만 초점을 맞추고, 비도구적 측면의 중요성을 간과했다는 비

판을 받고 있다(고종욱․류철, 2005, p. 197). 이에 최근 연구에서는 절차의 구조적 측면뿐

만 아니라 절차를 실행하는 데 발생하는 상호관계의 질이 조직공정성을 판단하는 데 주

요 요소라는 점이 강조되고 있다(Colquitt et al., 2005; 이수지 등, 2007, p. 160).

그럼에도 불구하고 절차 및 상호작용공정성이 결과변수에 대한 차별적인 관계에 대한

국내외 실증연구(Cropanzano et al., 2002; Masterson et al., 2000; Moye et al., 1997;이경

근, 2006; 이수지 등, 2007)는 한정되어 있다. 대리인-시스템모형과 사회교환이론7)에 근거

한 선행연구에서 절차공정성은 의사결정 시스템(예: 조직)에, 상호작용공정성은 의사결정

대리인(예: 상사)에 대한 구성원들의 반응에 관계있다 하였다. 예를 들어 Masterson et

al.(2000)은 미국 공립대학의 직원을 대상으로 절차 및 상호작용 공정성과 대학 직원의

태도와 행동과의 관계를 검증하였다. 검증결과, 상호작용공정성은 대학 직원의 직무만족

과 상사지향 조직시민행동에 긍정적인 영향을, 절차공정성은 직무만족(+), 조직몰입(+)

및 조직지향 조직시민행동(+)에 영향을 주었다. 특히 직무만족에는 절차 및 상호작용 공

정성이 모두 긍정적인 영향을 주었으며, 절차공정성에 비해 상호작용공정성의 영향력이

더 높았다. 그러나 분배공정성, 절차공정성 및 상호작용공정성을 모두 포함한 국내 연구

는 서구와 달리 분배공정성과 절차공정성에 비해 상호작용공정성이 더 강한 영향을 주었

다(이경근, 1999; 이재훈․최익봉, 2004; 민병익․유태정, 2010; 이철기․이동진, 2012).

지금까지 대리인-시스템이론 및 사회교환이론과 선행 실증연구를 통해 절차 및 상호

작용공정성이 구성원들의 조직몰입에 대한 긍정적인 영향과 차별적 효과를 확인하였다.

그러나 서구와 달리 국내 연구는 조직몰입에 대한 차별적인 효과가 절차공정성에 비해

상호작용공정성이 컸지만, 본 연구에서는 대리인-시스템이론과 사회교환이론에 근거하

여, 조직몰입에 대한 절차 및 상호작용공정성의 직접적인 효과와 더불어 차별적 효과를

7) 사회교환이론에 의하면, 절차공정성은 교환대상이 조직인 관계로 조직에 대한 구성원들의 반

응(예: 조직신뢰, 조직몰입)과 관련이 되며, 상호작용공정성은 부서(팀) 상사와의 교환관계에

대한 구성원들의 반응(예: 상사신뢰, LMX)과 관련된다(Cropanzano et al., 2002, pp. 327-330).


검증하고자, 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설 1. 절차공정성이 상호작용공정성에 비해 조직몰입에 더 높은 영향력을 보일 것이다.

1-1. 절차공정성에 대한 지각은 조직몰입에 긍정적(+)인 영향을 줄 것이다.

1-2. 상호작용공정성에 대한 지각은 조직몰입에 긍정적(+)인 영향을 줄 것이다.

앞서 살펴본 것처럼, 집단가치이론과 사회교환이론 모두 절차의 인간적인 측면(예: 정

직, 신뢰, 변함없는 관계), 즉 상호작용공정성의 중요성을 강조하고 있다. 즉, 상호작용공

정성은 구성원이 조직에서 존중받고, 가치있는 존재로 인식하게 함으로써, 조직에 대한

긍정적인 태도 또는 행동을 이끌어 낸다(Smith et al, 2006, p. 645). 예를 들어 구성원들

이 조직내 공정한 대우를 받을 때, 구성원들은 의사결정, 의사결정자 및 조직에 대한 적

극적 지원 또는 긍정적 반응을 보이게 된다(Brockner et al., 2008, p. 187). 또한, Leary

와 Baumeister(2000)의 사회관계측정이론(sociometer theory)에서도 핵심자기평가의 구성

요소인 구성원들의 자아존중감(self-esteem)은 조직내 구성원들간의 상호작용의 질

(quality)에 의해 결정된다고 하였다(De Cremer et al., 2004, p. 409).

실증연구에서 Folger과 Greenberg(1985)는 조직공정성의 결과변수로 긍정심리자본의

하위변수인 조직에 대한 자기효능감(self-efficacy) 등을 주장하였으며, Smith et al.(2006)

와 De Cremer et al.(2004)은 상호작용공정성이 구성원들의 자기효능감에 긍정적인 영향

을 주는 것을 실증하였다. 또한 Schroth과 Shah(2000)는 실험연구를 통해 절차공정성과

분배공정성이 높을 때, 자아존중감이 높다고 하였으며, De Cremer와 Hiel(2008)은 절차

공정성에 대한 구성원의 인식과 경험을 형성하는 데, 정서적 상태(affective states)의 역

할에 대한 관심이 부족하다고 주장하면서, 실험연구에서 절차공정성이 높을수록 자아존

중감이 향상된다고 하였다. 또한 높은 절차공정성은 구성원들이 조직의 일원이라는 사

실에 자아존중감을 느끼게 한다고 하였다(Olkkonen & Lipponen, 2006).

국내 연구에서 신현호(2010)는 분배 및 절차공정성이 긍정심리자본의 하위변인인 자

기효능감과 긍정적인 상관관계를 실증하였으며, 강병호(2008) 역시 구성원의 과업성취도

에 대한 상사의 공정한 평가는 부하직원이 느끼는 자기효능감에 긍정적인 영향을 준다

하였다. 특히 배성현․김영진․김미선(2010)은 절차공정성이 긍정심리자본과 유사한 개념인

심리적 주인의식에 긍정적인 영향을 준다 하였다. 이수지 등(2007)은 실험연구를 통해

선발된 집단(분배공정성)은 절차공정성을 낮게 지각하는 것에 비해 높게 지각할수록 자

아존중감이 높다 하였으나, 탈락한 집단은 절차공정성을 오히려 낮게 인식할수록, 자아

존중감이 높게 나타났다. 또한 상호작용공정성 역시 절차공정성과 동일한 영향을 보인

다고 하였다.


이처럼 조직내 공정한 절차와 대우는 구성원 자신과 조직과의 사회적 관계의 중요한

가치를 부여하여 조직에 대한 긍정적 태도를 형성하는 것은 물론 구성원들이 과업에 대

한 자신감, 성공에 대한 긍정적 귀인, 희망 및 난관과 좌절을 인내하고 극복하는 능력을

강화하게 된다. 이는 긍정심리자본의 하위변수인 자기효능감이나 유사개념인 심리적 주

인의식 등에 대한 국내외 실증연구에서도 확인할 수 있다. 특히 집단가치이론은 조직공

정성의 비도구적 측면인 상호작용공정성이 도구적 측면인 절차공정성보다 긍정심리자본

의 하위개념인 자기효능감에 더 중요한 영향을 미칠 것을 시사하였다. 이에 본 연구에

서는 조직공정성이 정서적 상태(affective states)의 형성에 역할을 한다는 De Cremer와

Hiel (2008)의 주장에 근거하여, 개인의 심리적 역량인 긍정심리자본에 대한 절차 및 상

호작용공정성의 직접적인 역할과 차별적 효과를 검증하고자, 다음과 같은 가설을 설정

하였다.

가설 2. 상호작용공정성이 절차공정성에 비해 긍정심리자본에 더 영향력을 보일 것이다.

2-1. 절차공정성에 대한 지각은 긍정심리자본에 긍정적(+)인 영향을 줄 것이다.

2-2. 상호작용공정성에 대한 지각은 긍정심리자본에 긍정적(+)인 영향을 줄 것이다.

나. 긍정심리자본의 매개효과

조직공정성과 구성원 태도의 관계에 대한 연구는 양자 간의 관계를 직접적인 관계로

인식하기 보다는 제 3의 변수를 통해 설명하는 것이 보다 타당하다는 점을 보여주고 있

다(이경근․박성수, 2009, p. 2060). 예를 들어 조직 내 의사결정의 수립과 실행에서 조직이

나 상사로부터 지각되는 조직공정성은 구성원들로 하여금 조직 및 상사신뢰를 인식하게

하며, 이는 구성원의 몰입을 높이는 요인으로 작용하게 된다(Camerman, Cropanzano, &

Vandenberghe, 2007). 이러한 조직공정성과 구성원 태도 변수간 관계를 설명하기 위한

메커니즘으로 신뢰, 조직지원인식 및 리더-구성원 교환관계 등이 인식되고 있으며, 최근

들어 자아존중감 또는 자기효능감 등 개인 심리변수의 역할에 주목하고 있다.

정서의 인지평가이론에 따르면, 개인이 공정한 절차를 통해 획득한 분배 결과를 인지

적으로 정당하다고 판단했을 때, 이에 뒤따르는 개인적 정서나 자아존중감과 같은 자아

개념 역시 긍정적인 방향으로 형성된다고 하였다(이수지 등, 2007, pp. 160-161). 또한

집단가치이론(Lind & Tyler, 1988)에서도 조직의 공정한 의사결정 절차와 공정한 처우로

인해 구성원들은 자신이 조직 내에서 매우 가치 있고 인정받는 존재라고 느끼게 되며,

조직에 대한 자부심을 갖게 된다고 했다. 따라서 조직에서 공정한 절차와 대우를 지각

하는 구성원들은 높은 수준의 자아존중감을 나타나게 되며, 이는 다시 조직에 대한 높

은 기여로 나타나게 된다(Tyler, Degoey, & Smith, 1996). 실증연구에서도 Robbins,


Summer, Muller, & Hendrix(2000)는 구성원들이 공정한 개인적 대우를 받고 있다고 지

각하는 절차공정성의 비도구적 가치는 직무만족 등 조직행동에 보다 강력한 영향력을

지니게 된다고 하였다. 이러한 절차공정성의 비도구적 측면으로 인해 구성원들은 개인

의 조직에 대한 통제감과 개인적 자부심과 긍지를 갖게 되며, 조직이나 직무에 대한 만

족은 증가하게 된다(김원형․한태영, 2005, p. 60). 국내에서는 배성현 등(2010)이 긍정심리

자본과 유사한 개념인 심리적 주인의식이 절차공정성과 조직몰입간 관계에서의 매개효

과를 검증하였다.

따라서 조직공정성과 조직몰입의 관계에서 긍정심리자본의 매개효과에 대한 직접적인

선행연구는 없지만, Robbins et al.(2000)의 주장처럼, 조직공정성은 긍정심리자본의 하위

변인인 자기효능감에 영향을 주며, 이는 대학 직원들의 조직몰입을 높일 것이다. 최근

들어 조직공정성 연구는 공정성이 의사결정과 관련된 낮은 수준의 태도(예를 들어, 자아

존중감, 개인정체성, 구성원의 팀 정신 등)에 영향을 미치는 것부터 조직몰입, 신뢰, 집

단 및 기관에서의 협력과 같은 고차원적이며, 장기적인 태도에 영향을 주는 방법으로

확대되었다(Konovsky, 2000). 이에 절차 및 상호작용공정성과 조직몰입의 관계에서 긍

정심리자본의 매개효과를 실증하고자, 다음과 같은 가설을 설정하였다.

가설 3. 긍정심리자본은 절차공정성과 조직몰입의 관계를 매개할 것이다.

가설 4. 긍정심리자본은 상호작용공정성과 조직몰입의 관계를 매개할 것이다.

다. 분배공정성의 조절효과

조직내 공정한 절차와 대우에 대한 분배공정성의 조절효과에 대한 선행연구는 분배공

정성의 결과에 대한 구성원들의 귀인성향을 강조하고 있다. 예를 들어, 조직내 공정한

절차의 확보시 비우호적인 분배결과는 구성원들이 자신의 문제로 귀인하는 경향이 높

다. 그러나 불공정한 절차에 따른 비우호적인 분배결과에 대해서는 외적변인에 의한 결

과로 판단하게 된다. 귀인이론(attribution theory)에 근거한 공정한 절차와 대우에 대한

분배공정성의 상호작용은 결과변인에 대한 강화 및 완화효과(buffering effect)로 구분할

수 있다.

먼저, 절차 및 상호작용공정성에 대한 분배공정성의 강화효과는 공정성과 결과변인의

효과를 분배공정성이 더욱 강화한다는 것이다. Janssen(2001)은 업무만족 및 상사만족,

직무성과에 대한 직무요구(job demand)의 역U곡선 관계는 분배공정성이 낮을 때보다

높을 때, 더욱 강화되었다. 또한 Chen, Zhang, Leung, & Zhou(2010)은 시간통제감(time

control)과 조직몰입의 긍정적인 관계는 분배공정성이 높을 때, 더욱 강화된다고 하였다.

그러나 분배공정성의 완화효과는 분배공정성이 높음에도 불구하고, 결과변인에 대한 효


과를 감소시킨다 하였다. McFarlin과 Sweeney(1992) 및 Brocker et al.(2003)은 조직몰입

과 절차공정성의 긍정적인 추세(tendency)가 분배공정성이 낮을 때보다, 오히려 높을 때

낮았다. 또한 중국내 전략적 제휴기업을 대상으로 한 Luo(2007)의 연구에서 자산회전률

에 대한 절차 및 상호작용공정성과 분배공정성의 상호작용효과는 통계적으로 유의미하

지 않았지만, 절차와 상호작용 공정성의 상호작용 효과는 유의미하였다. 그러나 목표차

별화(goal difference)가 높은 집단에서는 절차와 분배공정성, 절차와 상호작용공정성의

상호작용효과는 유의미한 긍정적인 영향을 미쳤다.

국내 연구에서 정범구(1994)는 분배공정성을 높게 지각할 때, 높은 절차공정성은 구성

원들의 직무몰입을 강화한다 하였다. 그러나 절차공정성이 낮을 때에는 오히려 직무몰입

을 감소시켰다. 이광희․황규대(2002)는 인사고과 상황에서 절차공정성이 높을 경우에는

분배공정성의 고저와 상관없이 직무만족의 차이가 크지 않았으나, 절차공정성이 낮을 경

우에는 분배공정성이 낮을 때보다 높을 때, 구성원들의 직무만족이 높았다. 이도화(2003)

는 고용조정에 따른 잔류구성원들을 대상으로 분배 및 절차공정성의 조절효과는 절차공

정성이 낮은 경우 분배공정성이 높을수록 구성원들의 조직몰입이 증가하지만, 절차공정

성이 높은 경우에는 분배공정성의 차이는 크지 않았다. 또한 상호작용공정성을 고려한

김희철 등(2005)의 연구에서 분배와 상호작용공정성의 상호작용 효과는 개인성과(임금만

족, 직무만족)중 임금만족에 한해서 유의미하였다. 정홍술ㆍ이경근(2005)은 분배와 절차공

정성, 절차와 상호작용공정성의 상호작용 효과는 조직지원인식에 대하여 유의했고, 분배

와 상호작용공정성의 상호작용 효과는 상사신뢰에 대하여 유의하였다. 특히 박상언․김민

용(2006)은 제조업 생산직 노동자를 대상으로 한 직무요구와 일로부터 심리적 이탈의 관

계에서 분배공정성의 조절효과를 검증한 결과, 분배공정성을 낮게 지각하는 집단에서는

직무요구가 증대될수록 심리적 이탈도 함께 증가하는 양상을 보인다고 하였다.

따라서 조직에서의 보상이 구성원들의 노력에 따라 공정하게 분배되고 있음을 구성원

들이 지각할 때, 구성원들은 조직내 공정한 절차와 대우가 증가할수록 긍정적 심리적

강점인 긍정심리자본을 더 크게 지각하게 되는 반면, 분배공정성을 낮게 지각하는 구성

원들은 공정한 절차와 대우가 구성원들의 심리적 상태에 별다른 영향을 주지 못할 것을

가정할 수 있다. 이에 선행연구의 이론과 실증을 바탕으로 절차 및 상호작용공정성에

대한 분배공정성의 상호작용 효과가 긍정심리자본에 주는 영향을 검증하고자 다음과 같

은 가설을 설정하였다.

가설 5. 분배공정성은 조직공정성(절차, 상호작용)과 긍정심리자본의 긍정적 관계를

조절할 것이다. 즉, 절차 및 상호작용공정성의 효과는 분배공정성이 낮은 집

단에 비해 높은 집단에서 긍정심리자본에 더 높은 영향을 줄 것이다.


Ⅲ. 연구방법

1. 표본설계

이상의 가설을 검증하기 위하여 2012년 1월에 종합대 및 전문대 각각 2곳의 직원 160

명을 임의표집한 예비 설문조사를 실시한 결과, 측정도구로써 신뢰할 만한 수준의 신뢰

도의 결과가 나타나 별다른 수정 없이 최종 설문에 사용하였다. 최종 설문지를 2013년

3월에 수도권과 중부권 소재 대학(교) 40곳에 각 40부씩 총 1,600부를 배포하였다. 설문

회수 결과, 626부가 회수(회수율 39.1%)되었으나, 측정치의 신뢰도를 높이고 유용한 결

과를 얻기 위하여 누락 데이타를 포함한 불성실한 설문지를 제거하고, 615부를 최종분

석에 활용하였다. 특히 측정도구의 내용타당도(content validity)와 안면타당도(face

validity)를 확보하기 위해, 전공교수, 팀장급 및 하위 공무원 등의 자문을 통해 내용타

당도를 높였으며, 안면타당도는 6급 이하 현장 공무원들의 자문을 통해 확보하였다.

연구표본 중 남성은 402명(65.5%)이며, 결혼한 직원은 422명(68.8%)이었다. 학력에 따

른 분포는 전문대졸 이하 93명(15.2%), 대졸 349명(57.0%), 대학원 이상 170명(27.8%)으

로 나타났다. 응답자의 492명(80.5%)은 정규직이었으며, 근속년수 5년 이하 186명

(30.3%), 6-10년 113명(18.4%), 11-15년 135명(22.0%), 16년 이상 180명(29.3%)이었다. 또한

응답자의 직급은 일반직원 329명(53.7%), 계장/주임/대리 127명(20.7%), 과장/팀장 이상

157명(25.6%)으로 구성되어 있으며, 업무형태는 행정직이 470명(76.8%)이었다.

2. 측정도구

가. 조직공정성

1) 분배공정성(distributive justice)

본 연구에서 사용된 분배공정성은 대학내 자원분배에 대한 대학 직원의 공정성 인식

을 의미하며, 성과배분의 공정성 또는 의사결정에 따른 결과의 공정성을 말한다. 이에

본 연구에서는 대학의 자원 및 보상 배분의 결과에 대해 대학 직원에 의해 지각된 공정

성이라 정의하고, 측정도구로는 Price과 Mueller(1986)가 개발한 8개 항목을 대학 조직에

부합되도록 구성하여 Likert 5점 척도로 측정하였다.

2) 절차공정성(procedural justice)

본 연구에서 사용된 절차공정성은 공식적 절차가 공정한가에 대한 대학 직원의 지각


으로 보상의 배분과정과 수단이 공정한가를 의미한다. 이에 본 연구에서는 대학내 보상

배분 결정과정이나 의사결정에 활용되는 절차나 규칙에 대한 대학 직원들의 지각된 공

정성이라 정의하고, Leventhal(1980)과 Moorman(1991)의 5개 항목을 대학 조직에 부합

되도록 구성하여 Likert 5점 척도로 측정하였다.

3) 상호작용공정성(interactional justice)

상호작용공정성은 대학 조직내 개인 간 대우의 형평성에 관한 지각이고, 대학내 상사가

직원을 어떻게 대하는가에 관한 것으로 의사결정 행동의 특질에 초점을 두고 대인적 처우

에 대한 지각의 정도를 의미한다. 이에 본 연구에서는 대학의 상사들이 의사결정을 하는

과정에서 대학 직원들을 공정하고 합리적으로 대하는 정도로 정의하고, Moorman(1991)의

6개 항목을 대학 조직에 부합되도록 구성하여 Likert 5점 척도로 측정하였다.

나. 긍정심리자본

긍정심리자본은 사람들로 하여금 도전적인 과업에 성공하기 위해 필요한 자신감(자기

효능감)을 가지게 하고, 현재와 미래의 성공에 대해 낙관적이며(낙관주의), 목표를 위해

인내하게 하는 동시에 필요한 순간에는 성공하기 위해 목표에 대한 경로를 재설정하기

도 하며(희망), 문제나 역경에 직면했을 때는 견뎌내어 좌절로부터 원래의 상태로 되돌

아오거나 그것을 뛰어넘게 하는(복원력) 개인의 복합적인 긍정적 심리상태로 정의된다

(Luthans et al., 2007; 이형로, 2012, p. 20). 대학 직원들의 긍정심리자본을 측정하기 위

해 Luthans, Avolio, et al.(2007)의 긍정심리자본 척도를 사용한 이동섭․최용득(2010)의

24개 문항을 대학 조직에 부합되도록 구성하여 Likert 6점 척도로 측정하였다.

다. 조직몰입

조직몰입은 조직구성원이 조직 및 조직목표에 대해 일체감을 느끼고 조직을 위해 노

력을 아끼지 않으며, 조직 구성원으로 계속 남아 있으려는 태도를 가리키는 것으로 조

직에 대한 충성을 의미한다. 본 연구에서는 대학에 대한 직원들의 조직몰입을 대학목표

및 가치에 대한 인정과 신뢰, 대학목표 달성을 위해 노력하려는 자발적 의사, 대학 직원

의 자격을 유지하고 싶은 강력한 욕구로 정의하고, 이와 같은 대학에 대한 조직몰입의

측정을 위해 Porter과 Smith(1970)가 개발한 척도를 류병곤(2011)의 연구에서 사용한 8

개의 문항을 대학 조직에 부합하도록 구성하여 Likert 5점 척도로 측정하였다.


라. 통제변수

결과변인에 영향을 미칠 수 있는 인구통계 및 조직특성 변수를 통제하였다. 즉, 조직

몰입과 긍정심리자본은 조직문화와 개인차에 따른 차이가 존재하기 때문에 인구통계학

적 변수를 고려함은 물론이고, 조직문화 형성에 영향을 주는 대학구분 및 노조유무, 성

과급 유무 등의 조직차원의 변수를 고려하였다. 이에 통제변수로 성별(남성 1, 여성 0),

학력, 고용관계(정규직 1, 비정규직 0), 근속년수, 직렬(행정직 1, 기타8) 0), 대학구분(종

합대 1, 전문대 0), 성과급 유무(유 1, 무 0), 노조유무(유 1, 무 0) 등을 설정하였다.

3. 자료분석 방법

본 연구의 가설을 검증하기 위하여 각 가설에 따라 적합한 통계분석을 실시하였다.

구체적인 분석단계와 방법은 다음과 같다. 첫째, 각 변인별로 연구 대상의 일반적인 특

징을 알아보기 위하여 기술통계를 실시하였다. 또한 검사도구의 타당성을 살펴보기 위

해 요인분석(factor analysis)을 실시하였으며, 주요 변인간 관계는 상관관계 분석을 통해

검증하였다. 둘째, 각 독립변인이 종속변인에 미치는 영향을 분석하기 위하여 다중회귀

분석(multiple regression analysis)을 실시하였다. 우선 통제변인만을 포함한 연구모형으

로 다중회귀분석을 수행하여 각 독립변인의 설명력을 탐색하고, 추가적으로 연구변인까

지 포함한 연구모형(가설1, 가설 2)에 대한 다중회귀분석을 실시함으로써 연구변인의 종

속변인에 대한 영향력과 설명력을 파악하였다. 셋째, 긍정심리자본의 매개효과(가설 3,

가설 4)를 검증하기 위하여 Baron & Kenny(1980)의 매개회귀분석(mediated regression

analysis)을 실시하였다. 또한 매개효과의 유의성을 검증하기 위하여 Sobel test를 사용하

였다. 마지막으로 분배공정성의 조절효과(가설 5)는 위계적 다중회귀분석(hierarchical

multiple regression analysis)을 통해 검증하였다. 특히 상호작용항의 효과를 정확하게

파악하기 위해 Aiken & West(1991)의 제안에 따라 상호작용효과를 도식화하였다. 이상

의 분석은 PASW Statistics 18 및 Statistics calculators 3.0 프로그램을 사용하였다.

8) 기타 : 대학 내 전문직(전산, 사서, 영양사 등)과 기술직(전축, 전기, 시설 등)


Ⅳ. 실증분석

1. 신뢰성 및 타당성분석

변수 타당성은 주성분 방법과 배리맥스 방식에 의한 요인분석을 통해 검증하였다. 요

인 수의 결정기준은 고유치(eigen value) 1 이상으로 정하였고, 각 변수와 요인간의 상

관 정도를 나타내 주는 요인적재치가 0.5 이상인 경우에만 분석하였다. 변수의 신뢰성은

내적 일치성을 기준으로 판단하였으며, 내적 일치성은 Cronbach's α 값을 사용하였다.

신뢰도 분석은 알파계수가 0.6 이상이면 신뢰도가 높은 것으로 판단할 수 있다. 신뢰도

분석결과<표 1>, 분배공정성(알파계수 .947), 절차공정성(알파계수 .872), 상호작용공정성

(알파계수 .915)이었으며, 매개변수인 긍정심리자본의 신뢰도는 알파계수가 .929이었다.

또한 종속변수인 조직몰입의 알파계수는 각각 .813으로 신뢰도를 충족하였다.

변 수 문항수 Cronbach's α

분배공정성 8 .947

절차공정성 5 .872

상호작용공정성 6 .915

긍정심리자본 17 .929

조직몰입 6 .813

<표 1> 신뢰성 분석결과

조직공정성의 요인분석 결과<표 2>, 표본의 적절성을 측정하는 KMO 값이 .955으로

1에 가깝고, 변인들 간의 상관이 0인지를 검증하는 Bartlett의 구형성 검증 통계값이

8863.084(df=171, p=.000)로서 유의하므로 상관행렬이 요인분석하기에 적합하였다. 또한

고유값이 각각 5.903, 3.165, 4.442로 1 이상이며, 분배, 절차 및 상호작용공정성의 요인

은 전체 분산의 각각 31.070%, 16.656%, 23.377%를 설명하여 타당성을 입증하였다.


요 인

변 수

요인 1 요인 2 요인 3

분배공정성 상호작용공정성 절차공정성

분배

공정성

Ⅰ- a1 .822

Ⅰ- a2 .854

Ⅰ- a3 .841

Ⅰ- a4 .860

Ⅰ- a5 .786

Ⅰ- a6 .796

Ⅰ- a7 .734

Ⅰ- a8 .757

상호작용

공정성

Ⅰ- b1 .736

Ⅰ- b2 .832

Ⅰ- b3 .827

Ⅰ- b4 .789

Ⅰ- b5 .793

Ⅰ- b6 .785

절차

공정성

Ⅰ- c1 .736

Ⅰ- c2 .724

Ⅰ- c3 .653

Ⅰ- c4 .588

Ⅰ- c5 .745

아이겐 값 5.903 4.442 3.165

분 산(%) 31.070 23.377 16.656

누적분산(%) 31.070 54.447 71.103

<표 2> 조직공정성의 요인분석 결과

주: .4 이하는 생략함.

긍정심리자본과 조직몰입의 요인분석은 1차 요인분석에서 공통성이 0.4 이하인 긍정

심리자본(10, 13, 14, 17, 18, 19, 20) 7개와 조직몰입(4, 5) 2개를 제거하고, 2차 요인분석

을 실시하였다<표 3>. 표본의 적절성을 측정하는 KMO값이 .931으로 1에 가깝고, 변인

들 간의 상관이 0인지를 검증하는 Bartlett의 구형성 검증 통계값이 6982.023(df=253,

p=.000)로서 유의수준이 유의하므로 상관행렬이 요인분석하기에 적합하였다. 또한 긍정

심리자본과 조직몰입의 고유값이 각각 8.039, 3.403으로 1 이상이며, 각각 전체 분산의

34.953%, 14.797%를 설명함으로써 타당하였다.


요 인

변 수

요인 1 요인 2

긍정심리자본 조직몰입

긍정심리자본

P-1 .698

P-2 .737

P-3 .655

P-4 .760

P-5 .707

P-6 .668

P-7 .728

P-8 .679

P-9 .677

P-11 .731

P-12 .614

P-15 .648

P-16 .544

P-21 .642

P-22 .610

P-23 .662

P-24 .633

조직몰입

OC-1 .619

OC-2 .617

OC-3 .650

OC-6 .741

OC-7 .781

OC-8 .755

아이겐 값 8.039 3.403

분 산(%) 34.953 14.797

누적분산(%) 34.953 49.749

<표 3> 긍정심리자본과 조직몰입의 요인분석 결과

주: .4 이하는 생략함.

2. 단일응답자 편차 검증

본 연구에서 사용된 데이터는 동일시점에 동일한 측정 대상으로부터 자기보고 방법을

통해 측정되었다는 점에서 단일 응답자 편차(single respondent bias)의 가능성이 문제로

제기될 수 있다. 따라서 본 연구에서는 측정방식에 의해 야기되는 이러한 편차를 해결


하기 위해 Podsakoff과 Organ(1986)이 제시한 통계적 사후 해결방법인 Harman의 단일

요인검증(single-factor test)을 실시하였다.

하만의 단일요인검증결과, 총 9개 요인으로 분석되었으며, 가장 설명력이 큰 요인의

설명력도 전체 변량의 14.6% 정도만 설명되었을 뿐 지배적이라 할 수 있는 어떤 요인도

나타나지 않았다. 또한 변수들 간의 상관행렬에 요인의 공통성이 내포되어 있는가를 확

인키 위해 실시한 Bartlett 검증(유의수준<.000)을 통해서도 변수들 간의 관계가 단위행

렬이 아니라는 점이 입증되었으며, KMO측정치(0.936)도 최저기준치(0.5)를 상회하여 전

체 변수에 대한 표본이 적합함을 보여주고 있다.

3. 상관관계분석

상관관계 분석결과<표 4>, 긍정심리자본은 분배공정성, 절차공정성 및 상호작용공정

성 모두 양(+)의 상관관계를 보였으며, 조직몰입과도 양(+)의 상관관계로 나타났다. 또한

공정성과 조직몰입의 상관관계는 분배, 절차 및 상호작용공정성 모두 양(+)의 상관관계

를 보였다. 통제변수에서는 남성, 교육수준 및 근속기간이 긍정심리자본과 양(+)의 상관

관계를, 조직몰입과의 상관관계에서는 성과급과 노조변수를 제외한 통제변수가 양(+)의

상관관계를 보였다. 그러나 절차 및 상호작용공정성 모두 근속기간과 음(-)의 상관관계

를 보였다.

요인 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12

남자 1.00

학력 .113** 1.00

정규직 .295** .107** 1.00

근속 .146** .168** .491** 1.00

행정직 -.047 .014 .019 -.070 1.00

노조 -.109** .133** -.044 .001 .037 1.00

성과급 .035 .026 .022 .039 -.044 -.138** 1.00

분배공정 .014 .072 .075 .039 .055 .074 -.053 1.00

절차공정 -.014 -.027 -.079 -.157** .025 .024 -.056 .663** 1.00

상호작용 .028 .031 -.057 -.126** .038 .051 -.042 .435** .631** 1.00

심리자본 .135** .191** -.029 .083* -.028 .046 .045 .188** .192** .248** 1.00

조직몰입 .105** .176** .143** .143** .082* -.032 -.041 .332** .313** .299** .394** 1.00

평균 .6547 3.0931 .8052 2.6221 .7680 .6091 .3855 3.0421 2.8672 3.1533 4.2288 3.3674

표준편차 .4759 .7211 .3963 1.3806 .4225 .4983 .4871 .7279 .6906 .7148 .6469 .6573

<표 4> 상관관계 분석 결과

**는 0.01 수준(양쪽)에서 유의하며, *는 0.05 수준(양쪽)에서 유의함.


4. 가설의 검증

가. 절차 및 상호작용공정성의 차별적 효과

조직몰입에 대한 가설 1의 검증결과<표 5의 모형4>, 절차공정성과 상호작용공정성 모

두 조직몰입에 유의미한 정(+)의 관계를 보였다. 특히 조직몰입에 대한 절차 및 상호작

용공정성의 영향력에 있어서는 절차공정성(t-value, 5.382)이 상호작용공정성(t-value,

2.859)에 비해 더 큰 영향력을 보였다. 또한 교육수준과 근속년수가 높은 직원이 조직몰

입이 더 높았다. 따라서 가설 1, 가설 1-1, 가설 1-2는 지지되었다.

긍정심리자본에 대한 가설 2의 검증결과<표 5의 모형1>, 절차와 상호작용공정성은 긍

정심리자본에 유의미한 정(+)의 관계를 보였다. 특히 긍정심리자본에 대한 절차 및 상호

작용공정성의 영향력에서는 상호작용공정성(t-value, 3.765)이 절차공정성(t-value, 2.053)

에 비해 더 큰 영향력을 보였다. 또한 남성이 여성에 비해, 교육수준과 근속기간이 많은

직원일수록 긍정심리자본이 더 높았다. 그러나 정규직은 비정규직 직원에 비해 긍정심

리자본에 미치는 영향이 낮았다. 따라서 가설 2, 가설 2-1, 가설 2-2 역시 지지되었다.

본 연구결과는 대리인-시스템 모형과 사회교환이론에 근거하여 절차공정성은 의사결

정시스템(예: 조직)에, 상호작용공정성은 의사결정 대리인(예: 상사)에 관계가 있다는 선

행연구(Masterson et al., 2000)와 일치한 결과를 보임으로써 절차 및 상호작용공정성이

결과변인에 미치는 차별적인 관계를 확인하였다. 그러나 국내 실증연구(이경근, 1999; 이

재훈·최익봉, 2004; 민병익·유태정, 2010; 이철기·이동진, 2012)와는 다른 결과를 보였다.

나. 긍정심리자본의 매개효과

긍정심리자본의 매개효과 검증은 Baron과 Kenny(1986)가 개발한 검증방법을 통하여

검증하였다. 먼저 조건 1로 독립변수(조직공정성)가 매개변수(긍정심리자본)에 유의해야

하며, 조건 2로는 독립변수(조직공정성)가 종속변수(조직몰입)에 회귀하여야 한다. 또한

조건 3)은 매개변수가 종속변수에 유의미한 영향을 준다는 것을 전제로, 독립변수와 매

개변수를 동시에 투입했을 경우 독립변수의 회귀계수가 유의하지 않거나(완전매개), 최

소한 제2단계의 회귀계수보다 감소하여야(부분매개) 매개변수의 효과가 있다고 판단하

였다.


종속변수

독립변수

모형1

(긍정심리자본)

모형2

(조직몰입)

모형3

(조직몰입)

모형4

(조직몰입)

모형5

(조직몰입)

(상수) 2.899(16.157) 2.696(18.647) 1.173(5.875) 1.530(8.505) .561(2.722)

남성 .175(3.185)** .075(1.273) -.008(-0.153) .056(1.023) -.008(-0.149)

학력 .1403.926)*** .150(3.900)*** .093(2.557)* .143(3.978)*** .101(2.923)**

정규직 -.236(-3.160)** .112(1.400) .209(2.809)** .121(1.612) .196(2.725)**

근속년수 .061(2.875)** .038(1.682) .018(0.853) .065(3.078)*** .043(2.145)*

행정직 -.037(-0.612) .109(1.701) .125(2.086)* .104(1.729) .120(2.096)*

노조유 .034(0.619) -.044(-0.757) -.060(-1.112) -.058(-1.060) -.064(-1.225)

성과급유 .076(1.469) -.082(-1.491) -.107(-2.088)* -.055(-1.080) -.084(-1.705)

종합대 -.010(-0.179) -.087(-1.479) -.086(-1.578) -.099(-1.801) -.103(-1.964)*

절차공정성 .095(2.053)* .253(5.382)*** .221(4.938)***

상호작용공정성 .168(3.765)*** .130(2.858)** .073(1.685)

긍정심리자본 .410(10.264)*** .332(8.369)***

R2 .137 .068 .213 .201 .289

<표 5> 긍정심리자본의 매개회귀분석

* p < .05, ** < .01, *** < .001, 비표준화계수임. ( )은 t-value임.

<표 5>에서 알 수 있듯이, 첫째 조건은 모형 1에서 절차 및 상호작용공정성이 긍정심

리자본에 유의미하였다. 둘째 조건 역시 모형 4에서 절차공정성과 상호작용공정성이 조

직몰입에 유의미하였다. 세 번째 조건(모형 5) 또한 독립변수중 절차공정성은 통계적으

로 유의미하였으며, 모형 3에 비해 회귀계수가 감소하였다. 또한 상호작용공정성은 통계

적으로 유의미하지 않았다. 따라서 가설 3(부분매개)과 가설 4(완전매개)는 지지되었다.

구분 A B SEa SEb Z p

조직몰입절차공정성 .095 .410 .046 .040 2.03 *

상호작용공정성 .168 .410 .045 .040 3.51 *

<표 6> 매개효과 검증을 위한 Sobel test 결과

* p < .05, A = 독립변수와 매개변수 간의 비표준화계수, SEa = A의 표준오차, B = 매개변수와 종속변수 간

의 비표준화계수, SEb = B의 표준오차

Sobel test 검증결과<표 6>, .05 유의도 하에서 매개효과가 있는 것으로 나타났다. 긍


정심리자본의 간접효과를 살펴본 결과, 절차공정성과 조직몰입의 관계에서 간접효과는

0.039(0.095×0.410)이며, 직접효과(0.253)와 간접효과(0.039)를 더한 총효과는 0.292이었다.

또한 상호작용공정성과 조직몰입의 관계에서 간접효과는 0.069 (0.168×0.410)이며, 직접

효과(0.130)와 간접효과(0.069)를 더한 총효과는 0.199이었다.

본 연구결과는 Robbins et al.(2000)과 배성현 등(2010)의 선행연구와 유사한 결과를

보여, 신뢰, LMX 및 조직지원인식 등 일부 변인에 한정된 조직공정성과 결과변인간 인

과관계 연구를 확장하였다. 또한 구성원들의 조직몰입을 강화하기 위해 절차 및 상호작

용공정성의 확보도 중요하지만, 긍정심리자본 등 내재적 동기부여 변인의 중요성을 인

식하였다.

다. 분배공정성의 조절효과

위계적 다중회귀분석을 통해 조절효과를 검증은 1단계에서 통제변수, 2단계에서 독립

변수, 3단계에서는 조절변수, 그리고 4단계에서는 상호작용변수를 단계적으로 투입하였

으며, 2단계에서 독립변수와 4단계에서 상호작용변수의 유의성을 통해 각각 주효과와

독립변수와 조절변수의 상호작용효과를 판단하였다(Cohen & Cohen, 1983). 특히 상호

작용변수의 다중공정성(multicollinearity) 문제를 최소화하기 위해 독립변수와 조절변수

의 값에서 각각의 평균값을 뺀 값을 곱하였으며(Aiken & West, 1991), 분산팽창지수값

중 최대값이 긍정심리자본(2.652)로서 다중공정성의 문제는 없는 것으로 나타났다.

먼저 긍정심리자본에 대한 분배공정성의 조절효과<표 7>는 대학 직원들이 지각하고

있는 절차 및 상호작용공정성이 긍정심리자본에 긍정적인 영향을 주었다(모형 2). 특히

구성원들이 인지하는 분배공정성의 조절효과는 모형4에서 알 수 있듯이, 절차와 분배

공정성이 유의한 상호작용효과를 보였으며, R2의 변화량 역시 3.7%(p < .001)의 유의한

설명력을 보였다. 따라서 가설 5는 절차공정성과 분배공정성간 조절효과에 한해 지지

되었다.

조절효과를 해석함에 있어서, 회귀분석 결과에 따른 상호작용항 계수의 부호만으로 해

석해서는 안된다(Aiken & West, 1991; Dionne et al., 2005). 특히 Dionne 등(2005)은 상

호작용변수의 회귀계수가 부정적일 때, 다양한 설명력을 보인다고 하였다(최병권 등,

2012, p. 170). 따라서 상호작용항의 효과를 정확하게 이해하기 위해 Aiken과 West(1991)

는 상호작용효과를 도식화할 것을 제안하였다.


종속변수

독립변수

모형1


모형2


모형3


모형4


(상수) 3.707 2.899 2.865 2.904

남성 .140** .130** .129** .130**

학력 .168*** .157*** .150*** .143***

정규직 -.154** -.145** -.149** -.160***

근속년수 .096 .131** .122** .108**

행정직 -.016 -.024 -.024 -.008

노조유 .039 .026 .020 .011

성과급유 .040 .058 .061 .060

종합대학 -.013 -.008 -.006 -.006

절차공정성(A) .103* .053 .031

상호작용공정성(B) .190*** .188*** .161**

분배공정성(C) .078 .105*

A*C .249***

B*C -.088

R2 .069 .137 .139 .177

△ R2 - .068*** .002 .038***

F 5.395*** 9.099*** 8.481*** 9.465***

<표 7> 분배공정성의 조절회귀분석

* p < .05, ** < .01, *** < .001, 표준화계수임.

[그림 1]에서 보듯이, 대학 구성원들이 지각하는 절차공정성이 긍정심리자본에 미치는

긍정적인 효과는 분배공정성이 높은 집단(B = .320, p < .001)에서는 유의하게 나타났으

나, 분배공정성이 낮은 집단(B = -.037, n.s)에서는 유의하지 않았다. 즉, 대학 직원들이 지

각하는 절차공정성은 분배공정성이 높은 집단일수록, 더욱 긍정심리자본이 높다는 것을

의미한다. 즉, 조절변수인 분배공정성이 저 → 고로 높아질수록, 절차공정성이 긍정심리자

본에 미치는 효과가 더욱 커지는 데, 이는 앞서 설명한 조절변인의 강화요인에 해당된다.

본 연구결과는 분배공정성의 완화효과를 주장한 Brockner et al.(2003)의 연구와 달리,

분배공정성의 강화효과를 주장한 연구(Janssen, 2001; 정범구, 1994; 이광희·황규대, 2002)

와 일치하였다. 즉, 절차공정성과 긍정심리자본의 효과는 분배공정성이 높을 때, 더욱

강화된다는 것이다. 이는 절차 및 상호작용공정성 확보와 더불어 대학조직에서 분배공

정성의 강화도 중요하다는 것을 의미한다.


[그림 1] 긍정심리자본에 대한 조절효과

Ⅴ. 결론

1. 결과요약 및 시사점

절차공정성과 상호작용공정성의 구분에 대한 논쟁에도 불구하고, 조직공정성에 관한

최근 연구는 대리인-시스템모형과 사회교환이론을 통한 절차공정성과 상호작용공정성의

구별되는 관계를 강조하고 있다. 이에 본 연구는 절차 및 상호작용공정성이 구성원의

심리적 역량(긍정심리자본)과 조직몰입에 미치는 영향을 검증하였다. 또한 조직공정성과

조직몰입의 관계에서 긍정심리자본의 매개효과와 분배공정성의 조절효과를 실증분석하

였다.

본 연구의 결과는 다음과 같다. 첫째, 대학 직원들이 지각하는 절차공정성과 상호작용

공정성은 긍정심리자본에 긍정적(+)인 영향을 주었으며, 긍정심리자본에 대한 영향력에

있어서는 상호작용공정성이 절차공정성보다 더욱 컸다. 둘째, 조직몰입에 대한 절차와

상호작용공정성의 효과 역시 긍정적(+)인 것으로 나타났다. 또한 조직몰입에 대한 영향

력에서는 절차공정성이 상호작용공정성에 비해 더욱 컸다. 셋째, 긍정심리자본은 절차공

정성과 조직몰입간 관계에서는 부분매개 역할을, 상호작용공정성과 조직몰입간 관계에

서는 완전매개 역할을 보였다. 넷째, 긍정심리자본에 대한 절차공정성의 효과는 분배공


정성의 지각이 높을 경우, 더 큰 영향을 주었다. 그러나 긍정심리자본에 대한 상호작용

공정성의 상호작용 효과는 통계적으로 유의미하지 않았다.

본 연구의 시사점으로는, 첫째, 조직공정성의 도구적 측면(절차공정성) 및 비도구적

측면(상호작용공정성) 모두 대학 직원들의 긍정적 심리적 역량인 긍정심리자본과 조직

몰입에 긍정적 효과를 주었다. 특히 결과변인에 대한 조직공정성의 차별적 효과에서 개

인차원의 변인(긍정심리자본)에는 상호작용공정성이, 조직차원의 변인(조직몰입)에는 절

차공정성이 더 높은 영향을 보임으로써, 기존 이론(대리인-시스템모형, 사회교환이론, 집

단가치이론)의 일반화 가능성을 확인하였다. 따라서 조직목표 달성이 중요시되는 대학

직원들의 조직몰입을 강화하거나 개인의 긍정적 심리적 역량인 긍정심리자본을 형성하

기 위해서는 대학 조직의 제도적 절차에 대한 관심뿐만 아니라, 제도를 구성원들에게

설명하거나 제도 실행과정에서 상사와 구성원의 관계를 강화하는 비도구적 측면의 상호

작용공정성의 확보가 중요하다 하겠다. 그러나 금번 연구는 국내 실증연구(이경근, 1999;

이재훈․최익봉, 2004; 민병익․유태정, 2010; 이철기․이동진, 2012)와는 다른 결과를 보이고

있어, 상호작용공정성을 포함한 조직공정성의 차별적 효과를 연구하는 데 있어서 분배

또는 절차공정성에 비해 높은 상호작용공정성의 효과에 대한 추가적인 고민이 필요하다

하겠다.

둘째, 대학내 절차와 상호작용공정성에 대한 구성원들의 지각이 조직몰입에 미치는

메커니즘을 밝히고자, 내재적 동기부여 변인중 하나이며, 개발가능한 심리적 역량인 긍

정심리자본을 활용하여 긍정심리자본의 간접효과를 검증하였다. 이는 Robbins et

al.(2000)과 배성현 등(2010)의 연구와 유사한 결과이다. 즉, 대학 조직내 공정한 절차와

의사결정 과정시 구성원에 대한 높은 대우의 질(quality of treatment)은 대학내 도전적

과업에 대한 자심감, 미래에 대한 긍정적인 귀인, 희망 및 복원력 등의 긍정적 심리역량

을 강화하게 되며, 이는 대학 직원들의 조직몰입으로 이어지게 된다. 따라서 대학 직원

들의 조직몰입을 높이기 위해서는 절차공정성과 상호작용공정성을 확보하는 것도 중요

하지만, 직원들의 긍정심리자본 개발을 위해 노력해야 하겠다. 특히 조직몰입에 대한 상

호작용공정성의 효과는 긍정심리자본과의 완전매개를 통한 효과가 높으므로, 직원들의

긍정심리자본 개발을 위한 교육 및 경력관리시스템에 대한 정책적인 대안이 필요하다

하겠다.

마지막으로, 긍정심리자본에 대한 절차공정성의 효과는 분배공정성이 높을 경우, 절차

공정성이 높을수록 직원들의 긍정심리자본은 강화되었다. 이는 절차와 분배공정성의 조

절효과에 대한 연구가 조직변인과 더불어 개인변인에 대한 연구필요성이 제기된다. 또

한 Brockner et al.(2003)의 분배공정성의 완화효과(buffering effect)와 달리, 본 연구는

분배공정성의 강화효과를 주장한 연구(Janssen, 2001; 정범구, 1994; 이광희․황규대, 2002)


와 일치하였다. 그러나 분배공정성이 낮은 집단의 경우, 통계적으로 유의미하지는 않았

지만, 높은 절차공정성은 긍정심리자본의 감소로 이어졌다. Cropanzano과 Folger(1989)

의 주장과 맥을 같이 하는 것으로 조직내 공정한 절차에 따른 낮은 분배인식은 분배결

과를 구성원 자신의 문제로 귀인하기 때문에, 구성원의 긍정심리자본에 부정적인 영향

을 주게 된다. 따라서 대학 내 절차공정성의 확보도 중요하지만, 실질적인 분배 결과에

대한 공정성을 담보하기 위한 방안에 대한 고민이 필요하다 하겠다.

2. 연구의 한계 및 과제

본 연구를 수행하는 과정과 분석결과를 통하여 한계점과 앞으로의 과제를 제시하고자

한다. 첫째, 횡단적인 연구(cross-sectional study)에 치중하여 종단적인(longitudinal

study) 측면에서 현상을 살펴보는데 미비하였다. 이 경우 하나의 시점에서만 연구가 이

루어져서 변수들 간의 인과관계의 해석에서 오류가 있을 수 있으므로 향후 연구에서는

보다 시간성을 고려하거나 개인 간 또는 개인 내의 변화를 반영한 연구가 필요하다 하

겠다. 둘째, 연구표본이 대학 직원을 대상으로 한정하여, 연구의 일반화 한계가 지적될

수 있다. 따라서 향후 연구에서는 다양한 산업(업종)으로 확대하여 연구의 일반화가능성

을 높일 필요가 있으며, 산업(업종)간 또는 영리조직과 비영리조직간, 조직문화 등의 비

교연구 또한 필요하겠다. 셋째, 분배공정성에 따른 대학 직원들의 긍정심리자본 및 조직

몰입에 상호작용공정성은 통계적으로 유의미한 결과를 보이지 못했다. 결과분배와 분배

에 대한 수단과 절차를 실행하는 과정에서 구성원과 상사간의 대인적 상호작용공정성은

분배 및 절차공정성의 효과를 증대시켜줄 가능성 높음(김희철 등, 2005, p. 87)에도 불구

하고, 본 연구에서는 상호작용공정성의 조절효과가 검증되지 못했다. 따라서 향후 상호

작용공정성의 조절효과에 대한 보다 체계적인 연구가 필요하다 하겠다. 마지막으로 절

차공정성은 조직수준의 결과변수와 관계되므로 절차공정성을 개인수준에서 판단하는 것

보다 팀 또는 조직수준의 변수로 보는 것이 합리적인 주장(김원형․한태영, 2005)과 실증

연구(Mossholder et al., 1998)가 이루어지고 있으므로, 향후 집단수준에서의 조직공정성

연구가 필요하다.


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Abstract

The Effects of Procedural and Interactional Justice on

Organizational Commitment: The Mediating Effect of

Psychological Capital and Moderating Effect of Distributive Justice

Park, Jae-Choon(Dankook University)

Despite the debate over distinction between procedural and interactional justice,

researchers recently have proposed that procedural and interactional justice can be

distinguished from each other using agent-system model and social exchange theory.

The purpose of this article examines the direct effects and differential impacts of

procedural and interactional justice on organizational commitment(OC) and positive

psychological capital(PsyCap). Also this study hypothesizes that PsyCap mediates the

relationship between procedural and interactional justice and OC, and distributive

justice moderates the relationship between organizational justice and PsyCap.

The data were collected from a survey of 615 university/college employees in

KOREA. Correlation analysis and multiple regression analysis were employed to test

the hypotheses. The main finding of this study was as follows: First, the main effect

of procedural and interactional justice had significantly positive relations with both

PsyCap and OC. Specifically, the effect of interactional justice on PsyCap was much

stronger than that of procedural justice. But the effect of procedural justice on OC

was a greater than that of interactional justice. Second, PsyCap partially mediated the

relationship between procedural justice and OC, but fully mediated the relationship

between interactional justice and OC. Third, a positive relation between procedural

justice and PsyCap was found only when there was high distributive justice. But the

2-way interaction of interactional and distributive justice on PsyCap was not

significant. In particular, this review concludes with implications for future research,

limitations of this study, and practical application.

[Key words] Distributive justice, Procedural justice, Interactional justice, Psychological

Capital, Organizational Commitment


[부록]

조직공정성 설문 항목

변 수 문항수 설문문항 Cronbach's α

분배공정성 8

- 능력에 따른 공정성 정도

- 노력정도에 따른 공정성 정도

- 업무경험에 따른 공정성 정도

- 업무성과에 따른 공정성 정도

- 업무상 스트레스에 다른 공정성 정도

- 책임량에 따른 공정성 정도

- 근속년수에 따른 공정성 정도

- 타 직원과의 비교에 따른 공정성 정도

.947

절차공정성 5

- 업적평가의 절차에 대한 공정성 정도

- 승진 절차에 대한 공정성 정도

- 인사이동 및 배치․전환의 절차에 대한 공정성 정도

- 복리후생 결정의 절차에 대한 공정성 정도

- 연간업적평가에 대한 전반적인 공정성 정도

.872

상호작용공정성 6

- 업적평가 등 나의 권리에 대한 관심정도

- 업적평가 등 나의 의견에 대한 존중정도

- 업적평가 등 나에 대한 태도 및 방법의 공정정도

- 업적평가 등 피드백 정도

- 업적평가 등 상사의 편견배제 정도

- 업적평가 등 상사의 공정한 적용정도

.915

절차 및 상호작용공정성이 조직몰입에 미치는...

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